徐曉亮

鹽城師范學(xué)院商學(xué)院,江蘇鹽城224051

我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)世界農(nóng)業(yè)的貢獻(xiàn)度研究

徐曉亮

鹽城師范學(xué)院商學(xué)院,江蘇鹽城224051

本文以我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值與世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值歷年呈現(xiàn)出的變化規(guī)律為研究對(duì)象，從宏觀數(shù)據(jù)來(lái)量化養(yǎng)活了1/6世界人口的中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)對(duì)世界農(nóng)業(yè)的具體貢獻(xiàn)程度，以回歸分析與VAR-Granger因果關(guān)系來(lái)檢驗(yàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)變化對(duì)世界農(nóng)業(yè)帶來(lái)的脈沖響應(yīng)，并在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上印證了不同時(shí)間段的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與突變情況，為我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在世界農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的背景下面對(duì)各種機(jī)遇與挑戰(zhàn)應(yīng)該采取積極措施奠定分析的基礎(chǔ)。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值;世界農(nóng)業(yè);回歸分析;Granger因果關(guān)系;脈沖響應(yīng)

農(nóng)業(yè)是三大產(chǎn)業(yè)中的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，為一國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)的發(fā)展提供最為基本的物質(zhì)---糧食的保證。農(nóng)業(yè)的發(fā)展更是世界各國(guó)在發(fā)展過(guò)程中面臨的永恒主題，中國(guó)是舉世公認(rèn)的農(nóng)業(yè)大國(guó)，但并非是農(nóng)業(yè)強(qiáng)國(guó)。我國(guó)保持了幾千年的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)在信息化、技術(shù)化迅速發(fā)展的今天，已逐漸地與科技的結(jié)合產(chǎn)生了提高勞動(dòng)生產(chǎn)率、土地產(chǎn)出率等提高糧食產(chǎn)出的效果，結(jié)合世界農(nóng)業(yè)發(fā)展出現(xiàn)的新變化，我國(guó)農(nóng)業(yè)應(yīng)該采取怎樣的積極措施予以應(yīng)對(duì)來(lái)保持與時(shí)俱進(jìn)的發(fā)展基調(diào)，同時(shí)也是保證社會(huì)與經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的前提。

本文通過(guò)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與世界經(jīng)濟(jì)宏觀數(shù)據(jù)的相互關(guān)系，實(shí)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)在世界農(nóng)業(yè)結(jié)合科學(xué)與技術(shù)不斷增長(zhǎng)背景下所呈現(xiàn)出的時(shí)代特征，并基于此為我國(guó)農(nóng)業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展應(yīng)該采取的積極措施與我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的問(wèn)題作出基于實(shí)證分析結(jié)果的意見與建議。

1 世界農(nóng)業(yè)與我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展概述

從世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)角度來(lái)看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指數(shù)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值能代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的增長(zhǎng)情況。就農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指數(shù)來(lái)看，1961年至2010年，世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指數(shù)（WGPI）從36.09增加至111.64,50年間年均增速為9.03%，同期我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指數(shù)（CGPI）年均增速為9.72%，中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指數(shù)反映的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增長(zhǎng)略高于世界總體水平；而從90年代開始至2010年20年間，WGPI年均增速為2.09%，同期中國(guó)GPI年均增速為4.07%[1]，可見，中國(guó)改革開放以來(lái)隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高同樣提高了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平；而進(jìn)入我國(guó)加入WTO的第四年，橫比世界GPI與我國(guó)GPI表現(xiàn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增速，1.85%與2.74%的差異顯然相較于90年代階段，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增速放緩[2]。

可見，從上述指標(biāo)反映出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增長(zhǎng)從全世界范圍到中國(guó)，都是顯而易見的。然而，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展、人口的增加，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的增速放緩，說(shuō)明世界范圍內(nèi)農(nóng)業(yè)的發(fā)展面臨著嚴(yán)峻的局面，而中國(guó)作為擁有世界上最多人口的國(guó)家，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的增加、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高對(duì)于世界農(nóng)業(yè)的增長(zhǎng)具有重要的意義。本文將通過(guò)對(duì)世界、中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值(Value ofAgricultural Production)之間的數(shù)量關(guān)系對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)與世界農(nóng)業(yè)的關(guān)系進(jìn)行量化分析，并以此作為我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展面臨現(xiàn)狀與提高產(chǎn)出效率措施的論據(jù)。

圖1 世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指數(shù)與中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)指數(shù)分階段增速①數(shù)據(jù)來(lái)自FAO統(tǒng)計(jì).http://faostat3.fao.org/home/index.htmlFig.1 Staging growth rate of world's and China's of agricultural production index

2 實(shí)證研究方法簡(jiǎn)述

顯然，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的歷年數(shù)據(jù)具備了時(shí)間序列性質(zhì)，本文首先基于兩個(gè)序列之間的時(shí)間序列的回歸關(guān)系進(jìn)行描述性分析，其次再采用Granger因果模型確認(rèn)二者之間的因果關(guān)系，并進(jìn)一步剝離出用VAR向量自回歸來(lái)處理結(jié)構(gòu)變量之間具體影響程度的大小。

2.1回歸分析

回歸分析（Regression Analysis）是確定兩種或兩種以上變數(shù)間相互依賴的定量關(guān)系的一種統(tǒng)計(jì)分析方法。其一般線性模型公式如下：

其中，x前的系數(shù)即表明X對(duì)Y的敏感程度以及二者的相關(guān)程度。

另外，在進(jìn)行回歸分析之前要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，否則將會(huì)出現(xiàn)虛假相關(guān)與顯著性誤判的情況回歸分析的參數(shù)統(tǒng)計(jì)將無(wú)法通過(guò)檢驗(yàn)。

拉筋在對(duì)梁、柱等單肢箍筋進(jìn)行梁腰筋間拉結(jié)筋操作過(guò)程中，拉筋彎弧的直徑不能低于拉筋直徑2倍，并且不低于縱向鋼筋直徑。拉筋作用于剪力墻、樓板等相關(guān)鋼筋網(wǎng)拉結(jié)筋過(guò)程中，應(yīng)該保證施工時(shí)彎鉤一端135°，另一處90°，并且在彎折后，長(zhǎng)度不低于拉筋直徑5倍。梁、柱等應(yīng)用拉筋時(shí)，應(yīng)該保持其縱向，拉結(jié)筋兩端彎鉤應(yīng)該拉住雙向鋼筋，并且利用相關(guān)工具進(jìn)行合理的彎折呈彎鉤狀態(tài)。

結(jié)合本文研究，對(duì)世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值與中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值進(jìn)行基于時(shí)間序列的回歸分析，從中發(fā)現(xiàn)二者之間的相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，對(duì)不同時(shí)間段的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析是對(duì)兩變量平均化分析的結(jié)果，由此為發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的中國(guó)、世界總值之間的進(jìn)一步關(guān)系，還需要建立更為精確的時(shí)間序列模型進(jìn)行深入探討。

2.2VAR模型

向量自回歸模型也即VAR，是由Christopher Sims（1980）提出，是對(duì)時(shí)間序列變量引入滯后變量的回歸模型[3]。結(jié)合本文來(lái)說(shuō)，針對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值與世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值兩變量時(shí)間序列之間與各自時(shí)序回歸的關(guān)系，通過(guò)VAR明確二者對(duì)彼此的影響作用，并借此發(fā)現(xiàn)中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值與世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間是否存在對(duì)稱性發(fā)展或者發(fā)展出現(xiàn)的非對(duì)稱性原因，以此明確中國(guó)農(nóng)業(yè)對(duì)世界農(nóng)業(yè)的貢獻(xiàn)程度與影響。研究步驟如下：

2.2.1 因果檢驗(yàn)因果關(guān)系作為一種特殊的時(shí)間序列模型，是“依賴于使用過(guò)去某些時(shí)點(diǎn)上所有信息的最佳最小二乘預(yù)測(cè)的方差②克萊夫·格蘭杰（Clive W.J.Granger）于2003年提出?！逼浞治隼碚撊缦拢?/p>

兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量X、Y之間基于時(shí)間序列的格蘭杰因果關(guān)系是建立在包含了變量X、Y的過(guò)去信息的條件下，對(duì)變量X與Y的之間的預(yù)測(cè)效果的比較。當(dāng)加入了變量X對(duì)變量Y的預(yù)測(cè)效果優(yōu)于單獨(dú)由Y的過(guò)去信息（即Y的滯后變量）對(duì)Y進(jìn)行的預(yù)測(cè)效果，就可得出變量X有助于解釋變量Y的將來(lái)變化，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。

結(jié)合本文對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的中國(guó)、世界值的研究來(lái)看，中國(guó)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值變量的預(yù)測(cè)效果如果優(yōu)于根據(jù)世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值滯后時(shí)間序列變量對(duì)其自身的預(yù)測(cè)，則說(shuō)明中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是影響世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)變化的重要原因，反之則然，且Granger因果檢驗(yàn)通過(guò)以下統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.2.2 VAR脈沖響應(yīng)根據(jù)公式2建立中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的Granger模型后，研究的進(jìn)一步應(yīng)該明確中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間的參數(shù)關(guān)系。但是，由于VAR模型增加了多個(gè)滯后變量，造成了對(duì)VAR參數(shù)估計(jì)的經(jīng)濟(jì)解釋存在難度，從而模型的借助脈沖響應(yīng)圖與方差分解來(lái)呈現(xiàn)兩變量之間變動(dòng)關(guān)系，二者在解釋上的效度是一致的，本文選擇脈沖響應(yīng)圖來(lái)進(jìn)行中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。

3 中國(guó)與世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

本文通過(guò)對(duì)1961～2010年中國(guó)與世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行建模分析，并得到兩個(gè)變量之間的影響效用的相對(duì)大小，作為論證中國(guó)與世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的增長(zhǎng)之間有可能存在的非對(duì)稱發(fā)展以及中國(guó)農(nóng)業(yè)對(duì)世界農(nóng)業(yè)的貢獻(xiàn)度量化論據(jù)。

通過(guò)Eviews6.0對(duì)中國(guó)與世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)變量均滿足一階單整I[1]，直接說(shuō)明了世界農(nóng)業(yè)發(fā)展中其增長(zhǎng)速度是勻速且平穩(wěn)的，因此本文將對(duì)兩個(gè)指標(biāo)的一階差分來(lái)進(jìn)行接下來(lái)的回歸分析與因果關(guān)系的時(shí)間序列分析。

表1 物流增加值與進(jìn)出口總額的平穩(wěn)性檢驗(yàn)Table 1 Stationary test of logistics added value and total volume of foreign trade

3.2回歸分析

以世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為因變量，中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為自變量，得到以下回歸方程：

顯然，根據(jù)以上簡(jiǎn)單線性回歸分析，發(fā)現(xiàn)中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的一階差分與世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的一階差分之間的顯著性線性相關(guān)關(guān)系，且中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增速每提高1個(gè)百分點(diǎn)，世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增速將提高1.64個(gè)百分點(diǎn)。顯然，概述性說(shuō)明了中國(guó)農(nóng)業(yè)的發(fā)展對(duì)世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的貢獻(xiàn)度。

圖2 回歸分析的殘差圖Fig.2 Residual plots of regression analysis

而根據(jù)回歸方程的殘差序列圖可以看出，回歸后的殘差在0的附近上下波動(dòng)，已經(jīng)近似白噪聲，說(shuō)明回歸分析的相對(duì)有效性。但由于農(nóng)業(yè)的發(fā)展受到前期生產(chǎn)要素與自然稟賦的影響頗深，即存在著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)出受到前期生產(chǎn)情況影響使得實(shí)際情況，且根據(jù)中國(guó)、世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的自相關(guān)、偏自相關(guān)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，存在二階自回歸，因此接下來(lái)將通過(guò)VAR序列自相關(guān)來(lái)對(duì)中國(guó)、世界農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)一步確認(rèn)。

3.3因果檢驗(yàn)

通過(guò)迭代與自相關(guān)、偏自相關(guān)圖發(fā)現(xiàn)中國(guó)與世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的滯后期確定為2，也由此確定了以下的VAR公式將由以下形式表示：

表2 中國(guó)、世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的Granger因果檢驗(yàn)Table 2 Granger causality test of China's and world's agricultural production

顯然，根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)中國(guó)、世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值一階差分進(jìn)行的檢驗(yàn)，中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值作為世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的原因，這一原假設(shè)是不能被接受的（Prob.=0.0380）。因此，將中國(guó)農(nóng)業(yè)與世界農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出所表明的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系，進(jìn)一步從中國(guó)農(nóng)業(yè)影響世界農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的概述性描述，深化明確了中國(guó)農(nóng)業(yè)是世界農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的原因。

3.4VAR脈沖響應(yīng)

而根據(jù)中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的VAR-Chloesky脈沖響應(yīng)圖發(fā)現(xiàn)，隨著中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增加，世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值會(huì)隨之增加，并在三期后逐漸減少至不施加任何影響，即中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)將對(duì)世界農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)的影響效果[4-8]。

圖3 中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對(duì)世界農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的脈沖響應(yīng)圖Fig.3 Pulse response of China's gross agricultural production to world's

4 結(jié)論與建議

顯然，通過(guò)VAR-脈沖響應(yīng)圖進(jìn)一步確認(rèn)了中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)對(duì)世界農(nóng)業(yè)產(chǎn)生的具體影響，因此從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值宏觀變量的數(shù)量關(guān)系印證了中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)對(duì)世界農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度。中國(guó)的農(nóng)業(yè)從定性上看由于養(yǎng)活了世界人口的1/6，其重要性不言而喻；而本文正是通過(guò)量化實(shí)證的角度來(lái)定量確認(rèn)了中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)對(duì)世界農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)度，從而明確了我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的任重道遠(yuǎn)之路。

尤其是，我國(guó)農(nóng)業(yè)的發(fā)展存在技術(shù)水平尚存進(jìn)一步提高空間，而我國(guó)土地產(chǎn)出率的瓶頸問(wèn)題也一直制約著我國(guó)農(nóng)業(yè)的發(fā)展。因此，技術(shù)水平限制了勞動(dòng)產(chǎn)出率與土地規(guī)模效率桎梏了土地生產(chǎn)率問(wèn)題，是我國(guó)農(nóng)業(yè)亟需解決的難題。正是受制于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素與科技生產(chǎn)力的水平、結(jié)構(gòu)，我國(guó)農(nóng)業(yè)對(duì)世界農(nóng)業(yè)的貢獻(xiàn)作用并未完全發(fā)揮。本文的進(jìn)一步研究思路將從影響我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的制約因素出發(fā)，為提高我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)的政策措施明確具體的實(shí)施路徑與策略。

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Contribution ofAgricultural Economic Growth in China to the World

XU Xiao-liang
College of Business,Yancheng Teachers University,Yancheng224051,China

This paper focused on the change law of China's agricultural GDP and the world's agricultural GDP over the years, and from the view of the macro data,the specific contribution of China's agricultural economy fed with 1/6 of the world's population to world agriculture was quantified.The regression analysis and VAR-Granger causality were used to test the impulse response of agricultural growth in China to agriculture in the world and on the basis of the empirical analysis the economic growth and mutation over different time periods were confirmed,which lay the analysis basis for how China's agricultural and economic growth in the world's agricultural background should take positive measures to face the following a variety of opportunities and challenges.

Gross agricultural production;world agriculture;regression analysis;Granger causality;impulse response

F31,F32

A

1000-2324(2014)05-0789-04

2013-02-05

2013-06-12

徐曉亮(1979-),男,漢族,鹽城人,碩士,講師,從事農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、財(cái)政金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究.E-mail:yctcxxl@163.com